商貿流通企業扶貧行為對企業績效的影響機制分析

彭梅

【摘? 要】當前，在全社會主體積極響應脫貧攻堅戰略的驅動下，企業扶貧行為與企業績效之間的關系引起了學界的廣泛關注。商貿流通企業作為構筑地區經濟命脈的關鍵所在，其研究意義重大。基于商貿流通企業的樣本數據，論文細致分析了企業扶貧對企業績效的影響及其作用機制。研究發現，商貿流通企業的扶貧行為對企業績效有明顯的提升效應；金融發展水平較高的地區，其商貿流通企業參與扶貧對績效的提升效應會被削弱；相較于民營企業，國有商貿流通企業參與扶貧對績效的提升效果更好。論文在促進商貿流通企業積極參與扶貧、培育動態競爭優勢，以期改善自身績效方面具有一定的理論與實踐意義。

【關鍵詞】商貿流通企業；企業扶貧；企業績效；產權性質；金融發展水平

【中圖分類號】F275；F323.8? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?【文獻標志碼】A? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?【文章編號】1673-1069（2023）10-0079-03

1 引言

《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035年遠景目標綱要》指出，要堅持共同富裕方向，制定促進共同富裕行動綱要。但現階段我國依然存在收入分配差距高位徘徊、三次分配機制不健全等問題。一方面，公共財政作為資金主要來源存在體量較小、效率偏低的問題，社會公眾參與監督治理的難度較大；另一方面，政府扶貧領域存在定向局限，尚無法實現全方位的扶貧資源覆蓋。因而，現階段有效推進市場主體的積極參與是拓展脫貧攻堅成果的重中之重。企業作為扶貧的重要社會主體，早在《國家八七扶貧攻堅計劃》首次提出鼓勵企業參與扶貧開始，便發揮著重要作用。2014年，國務院辦公廳印發了《關于進一步動員社會各方面力量參與扶貧開發的意見》，進一步細化了企業扶貧職責，著重指出民營企業參與扶貧過程的必要性。

商貿流通業作為國內生產總值僅次于工業的第二大行業，不僅是連接國內生產和消費的重要紐帶，而且在擴大消費、惠及民生、提升就業方面發揮著重要作用。商貿流通企業身為整個行業的基礎構成單元，被賦予了應盡的社會責任，置身于脫貧攻堅事業便是其中之一。而企業作為一個利益主體，在做出扶貧行為的過程中消耗了大量的公益性資本，是否會損害自身利益？扶貧行為實施中占據的戰略資源，是否會導致企業產品與服務質量下降，從而影響企業績效？為解決上述疑問，本文以2016-2021年我國A股上市商貿流通企業的數據為樣本，研究商貿流通企業扶貧行為對企業績效的影響，為促進商貿流通企業參與脫貧攻堅事業提供了指向說明。

2 理論回顧與研究假設

2.1 企業扶貧行為與企業績效

在市場競爭日益激烈的現狀下，企業外部聲譽的重要性不言而喻。良好的企業聲譽會使他人在無形中產生認同感，以此幫助企業吸引更多優質的商業合作，提高企業的經營效率和盈利水平。商貿流通企業因其直接面向消費者，經營過程中不存在生產行為，良好的外部聲譽會為其帶來更多潛在的消費群體，提升企業的市場占有率。自2016年起，滬深交易所分別發文要求上市公司及時披露扶貧信息，這不僅可以向外界傳遞企業積極履行社會責任的正面信號，還可以降低投資者與企業間的信息不對稱。企業扶貧行為會展現出自身內部資源的充裕性，影響外部投資者對企業的實力評估，為企業吸引優質的投資支持。因此，本研究認為，企業參與扶貧會優化外部形象，降低與資本市場的信息不對稱性，提升自身績效。綜上，提出如下假設：

假設1：商貿流通企業的扶貧行為有助于提升企業績效。

2.2 地區金融發展水平的調節作用

金融發展水平的測量維度主要包括3個層面，即金融規模、金融結構和金融效率。對于金融發展水平高的地區，其完備的金融市場會通過雙傳導鏈條來影響企業的融資約束。一是降低信息不對稱性。高質量的金融市場會衍生大量要素信息，外部投資者可以獲取企業經營項目的利好信號，而企業能夠得到資本市場的投資信息，使雙方均降低了獲取信息的成本，緩解了企業的融資約束。二是分散投資風險。優質金融市場能夠為企業項目聚集多個利益相關方，以此對沖項目風險。同時，期權、期貨等金融產品的供給，能夠幫助投資者分散風險，從而扼制由于投資者風險厭惡而形成的融資約束。綜上所述，高水平金融發展會緩解企業面臨的融資約束，進而影響企業通過扶貧來改善自身績效的積極性。同時，當企業所在地區的金融發展水平較高時，企業與外部資本市場之間的信息不對稱性較低，更容易獲取關鍵性競爭資源，實現企業績效的提升。綜上，提出如下假設：

假設2：處于金融發展水平較高的地區，商貿流通企業的扶貧行為對績效的提升效應不明顯。

2.3 企業產權性質的調節作用

國有企業公有制的本質屬性，決定了其在經營過程中更加注重社會責任。作為社會扶貧的中堅力量，國有企業在整個扶貧過程中發揮著重要作用。國有企業之所以在脫貧攻堅中保持著先鋒的角色定位，一方面，國有企業作為社會主義的主要建設者，參與脫貧攻堅事業是應有之義；另一方面，部分地方政府官員施加的政治壓力會促使國有企業加大扶貧力度。在《扶貧開發綱要》等政府政策的強有力指導下，國有企業的扶貧指數顯著高于民營企業。綜上所述，相比民營企業，國有企業的扶貧驅動力會更強，對于企業績效的影響程度也會更深。綜上，提出如下假設：

假設3：國有商貿流通企業的扶貧行為對企業績效的提升效應更明顯。

3 研究設計

3.1 數據來源

自2016年起，滬深交易所要求上市公司披露扶貧數據，鼓勵企業參與精準扶貧事業，為了驗證上述假設，本文選取2016-2020年我國A股商貿流通上市公司為研究對象，并對樣本做出以下數據處理：①剔除主要變量數據存在缺失值的企業；②剔除被ST、*ST處理的樣本；③為避免奇異值的影響，對所有連續變量進行上下1%的縮尾處理。所有數據均來源于國泰安數據庫、《中國統計年鑒》以及地方統計年鑒。

3.2 變量測度

①被解釋變量：企業績效。根據相關研究，本文采用資產收益率（Roa）進行衡量。②解釋變量：企業扶貧行為（Poverty）。根據以往研究，本文采用焦點企業本年度是否具有扶貧行為進行衡量，如果有記為1，反之為0。③調節變量：地區金融發展水平（Fd）。參考相關研究，本文采用各省份存貸款余額與當地生產總值的比值進行衡量；產權性質（Soe），國有企業記為1，民營企業記為0。

同時，為減少其他因素對企業績效的影響，在研究模型中加入企業規模（Size）、企業年齡（Age）、企業資本結構（Lev）、股權集中度（Equity）以及獨立董事占比（Idd）等變量。相關變量表述及衡量方式見表1。

3.3 研究模型

本文采用Stata軟件對數據進行分析，基于被解釋變量與解釋變量之間的因果關系，選擇考察t-1期商貿流通企業的扶貧行為對t期企業績效的影響，并且固定時間效應，研究模型如下：

為驗證假設1，即商貿流通企業的扶貧行為對企業績效的提升效應，設立模型（1）：

Roau，t=α+β1Povertyu，t-1+controlu，t-1+∑year+ε? ? ? ?（1）

式中，control表示一系列控制變量；Roa和Poverty分別表示企業績效和企業扶貧行為；u、t分別表示企業u在第t期的數值；year表示時間固定效應；ε表示隨機擾動項。

為驗證假設2，即地區金融發展水平對商貿流通企業扶貧過程中的績效提升的影響，設立模型（2）和模型（3）：

Roau，t=α+β1Fdu，t-1+controlu，t-1+∑year+ε? ? ? ?（2）

Roau，t=α+β1Povertyu，t-1+β2Fdu，t-1+β2Fdu，t-1×Povertyu，t-1+controlu，t-1+∑year+ε? ? ? ? ? ? ? ? ?（3）

式中，Fd和Fd×Poverty分別表示地區金融發展水平及其與企業扶貧行為的交互項，其余變量與上述定義一致。

為驗證假設3，即企業產權性質對商貿流通企業扶貧過程中的績效提升的影響，設立模型（4）和模型（5）：

Roau，t=α+β1Soeu，t-1+controlu，t-1+∑year+ε? ? ? （4）

Roau，t=α+β1Povertyu，t-1+β2Soeu，t-1+β2Soeu，t-1×Povertyu，t-1+controlu，t-1+∑year+ε? ? ? ? ? ? ? （5）

式中，Soe和Soe×Poverty分別表示企業產權性質及其與企業扶貧行為的交互項，其余變量與上述定義一致。

4 實證分析

4.1 相關性分析

表2匯報了各變量相關性分析的結果，啞變量企業扶貧（Poverty）的均值為0.358，顯示出大約有35.8%的商貿流通企業參與了扶貧過程。各主要變量之間均顯著正相關，且相關系數小于0.5，屬于可接受范圍。

4.2 回歸結果分析

表3匯報了基準回歸分析結果。列（1）考察了控制變量對企業績效的影響。分析發現，企業規模與企業年齡的回歸系數均顯著為正，表明規模大、成立時間長的企業本身績效更好。企業資本結構的回歸系數顯著為負，表明負債水平較高的企業不利于自身績效的提升。列（2）對假設1進行了驗證，基于模型（1）對數據進行回歸分析，解釋變量企業扶貧行為（Poverty）的回歸系數為0.304，且通過1%顯著性水平檢驗，表明企業的扶貧行為顯著促進了企業績效的提升。列（3）和列（4）對假設2進行了驗證，基于模型（2）和模型（3）對數據進行回歸分析。列（3）顯示，地區金融發展水平（Fd）的回歸系數顯著為正，表明地區金融發展水平越高，企業績效越好。列（4）顯示，Fd與Poverty的交乘項在1%顯著性水平上顯著為負，表明處于金融發展水平高的外部環境會削弱商貿流通企業扶貧過程的績效提升效應。列（5）和列（6）對假設3進行了驗證，基于模型（4）和模型（5）對數據進行回歸分析。列（6）顯示，Soe與Poverty的交乘項在1%顯著性水平上顯著為正，表明相比民營商貿流通企業，國有商貿流通企業的扶貧行為對績效的提升效應更強。

4.3 穩健性檢驗

第一，更換變量。更換對于商貿流通企業扶貧的測量方式，選取本年度企業扶貧投入金額作為替換變量，相關調節變量與控制變量保持不變，所得回歸結果依舊支持假設1、假設2、假設3，本文結論依舊穩健。第二，刪除樣本。考慮到2021年的新冠疫情對商貿流通行業的整體沖擊，其影響了當年度的企業績效，本文刪除2021年的數據。樣本數據刪除后所得回歸結果依舊支持3個假設，本文結論依舊穩健。穩健性分析結果如表4所示。

5 結論與啟示

5.1 研究結論

本文選取2016-2020年我國A股商貿流通上市公司為樣本，探究企業扶貧對企業績效的影響。研究發現，上年度商貿流通企業的扶貧行為會顯著提升本年度的企業績效，企業扶貧對企業績效存在提升效應。文章分別從地區金融發展水平與企業產權性質內外兩個方面探究其對主效應的影響，由此發現，處于金融發展水平較高的地區，商貿流通企業的扶貧行為對績效的提升效應會被削弱；相比民營商貿流通企業，國有商貿流通企業扶貧時對企業績效的提升力度更大。

5.2 實踐啟示

第一，商貿流通企業應提高對脫貧攻堅事業的關注度，積極投身扶貧事業，充分汲取扶貧過程的正面影響。同時，處于金融發展水平較低的地區，商貿流通企業應加大扶貧力度，改善自身融資渠道，獲取外部關鍵資源；處于金融發展水平較高的地區，國有商貿流通企業應該發揮帶頭作用，引導各社會主體積極參與脫貧攻堅事業。第二，政府應該積極做好企業扶貧的“指導者”，合理高效使用扶貧資金，激發企業參與脫貧攻堅事業的積極性。同時，積極做好宣傳工作，促使企業跨區域參與扶貧項目，實現自身績效的提升。

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